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論文題目：誰上研究所？
2009 年 TEPS-B 電訪資料之分析
作者：關秉寅
服務機構及職稱：國立政治大學社會系副教授
E-Mail：
[email protected]
會議名稱：2013 年台灣社會學年會
2 摘 要 本研究利用「『台灣教育長期追蹤資料庫』後續調查」2009 年電訪資料，對 於 1984/1985 年出生者大學畢業後繼續上研究所的情況作初步的分析。本研究的 目的是探討台灣高等教育擴張的情形下，家庭社經地位、性別及族群等社會階層 因素對是否繼續上研究所的影響為何。此一議題為長期以來教育社會學者對家庭 背景與教育機會不均等間關係之核心議題的延伸。如從教育轉換模型、不均等最 大維持論、不均等有效維持論等三個相關的理論模型角度觀察，對此議題的回答 會有不同的假設。 關鍵字：研究所、教育轉換模型、不均等最大維持論、不均等有效維持論
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壹、前言
長久以來，教育機會均等的議題是社會階層化研究的核心焦點。台灣近年來 教育改革與鬆綁，國內高等教育大門廣開， 2006 年台灣的大學錄取率已經突破 96％。根據教育部 2010 的統計資料，當前台灣的大學生在校人數，如果將 98 學年度與 83 學年度相比較人數，在學人數增加達 70 萬人以上，目前大學生在學 人數共達百萬人以上。如果與他國進行比較，我國當前高等教育之粗在學率（約 82％）僅次於韓國，高出於美、英、日、法、澳大利亞等國。如僅計算 2010 年 我國研究所以上的在學人數，碩博士生在學人數亦多達 21 萬餘人，升學競爭不 僅顯現在升大學前的各個階段，且有不斷向上延伸至大學階段以後的趨勢（參見 附錄附表一）。 在開放的工業化社會中，教育程度與職業是個人能否在社會階層中向上流動 及獲取較高社經地位的重要因素。若就教育功能論與人力資本觀點而言，當個人 在學校擁有好的學業表現，有助於個人進入社會獲取較佳之社經地位。而個人的 學業表現，除了受到個人的天賦資質與努力程度差異外，社會學者更關心的是外 在社會結構因素是否限制了個人發展的不平等現象。當前的教育已被視為一種資 本。根據人力資本理論，接受教育可視為是一種投資，當個人所擁有的教育資本 越雄厚，在社會中越是容易獲得高地位成就，當越是加以投資越是能得到好報償 時，人們就越是願意去投資，並使得人們相信文憑是一種獲取高地位的保證。在 國內過往相關研究中也發現教育表現與未來職業有密切關係，亦即個人在其學習 階段，如果能有好的教育表現，代表著個人未來的社經地位也會較佳（黃毅志 1993；蔡瑞明、林大森 2002）。 近年來，因為國內大學升學率隨教育擴張而上升，社會中獲得的高等教育文 憑者日益增多，國人對於人力資本的投資有不斷向更高教育階段發展趨勢。這趨 勢反映在參與研究所入學考試者逐漸增加，競爭日益激烈，甚至出現許多補習班， 為了只是求得更高的學位，有助於日後社經地位取得（曾天韻 2000；陳志彬4 2001）。 當學子在高等教育文憑的追求轉向更高層級的同時，探討「誰上研究所」的 主要關懷旨趣便在於進一步瞭解當教育擴張的同時，受高等教育的機會是否存在 著社會階層不平等新興的問題？或是當高等教育擴張的同時，是否能帶來教育階 層流動的開放性？具體而言，本研究所要探討的是在高教擴張的情況下，過往研 究所發現之個人先天歸屬地位，如家庭背景、性別與族群因素等對教育取得及成 就之影響，是否持續會影響當下年輕人上大學、上研究所的教育機會？為達此目 的，本研究利用即將釋出之「『台灣教育長期追蹤資料庫』後續調查」（Taiwan Education Panel Survey and Beyond，以下簡稱 TEPS-B）2009 年電訪資料。由於 此追蹤資料因有相當比例之原樣本流失，故本研究另一目的為展示如何適當利用 此一追蹤樣本來進行分析。
貳、文獻探討
一、社會階層因素與個人教育成就 國內外社會階層與教育社會學經驗研究中普遍發現，家庭社經地位對於個人 的教育成就與未來成就地位的取得，具有顯著影響力。以高等教育普及的美國社 會為例，美國社會學者即發現社經地位對教育取得或成就有持續且顯著的影響力， 在二十世紀可說是一個社會事實（Duncan 1967；Bronfenbrener ＆ Crouter 1983；Hout and Dohan 1996；Hout et al. 1993）。這種持續且顯著的影響力也存在於不同
社會及教育制度環境中（Shavit and Blossfeld 1993；李敦仁 2007）。個人的社會 階層在家庭背景因素中，其影響力可能透過家庭結構、父母的教育程度、經濟能 力，傳遞各項經濟、社會與文化資本，直接、間接的影響到子女對於學校的學習 表現與文憑的取得（Coleman 1988, 1990；Beller & Chung 1992；李敦仁、余民寧
2006；勞賢賢 2006）。過往研究也發現家庭背景影響因素中對於學歷取得的影響，
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響（Beblo ＆Lauer 2004；Shavit, Meir Yaish, & Eyal 2007；楊瑩 1987；駱明慶
2001；林華偉 2006）。但 Mullen（2003）研究父母教育程度對於子女研究所以 上學歷的影響時，則發現父、母親教育程度對於子女受否上研究所並沒有直接的 影響力，而是透過間接的方式發揮影響，例如：念何種大學、灌輸生涯發展信念、 教育期望等方式發揮影響力。因此，大學畢業後個人後續是否就讀研究所，是以 子女自己大學時期的學業表現為較大影響力的因素。 社會階層因素中除個人家庭背景外，性別也是重要的影響因素。過往國內雖 有學者研究發現顯示兩性之間在教育取得的差異已經消失（蔡淑鈴 2004；陳建 志 2000），但也有研究指出，在兩性的學習領域則持續有性別區隔的現象（謝 小芩 1998）。陳建州（2005）的研究又進一步發現，大學教育擴張雖是有助於 消減大學科系的性別區隔，但如果當大學的男女生比例越接近時，則不利於大學 科系性別區隔的下降。此一發現顯示，在高等教育的擴張下，教育機會不平等的 現象，從垂直面而言，是有助於性別不平等差距的縮減，但兩性間在教育水平階 層的分化上仍存有不平等現象。相關研究亦發現技職學校比學術性的學校，在科 系性別區隔上更為明顯（陳建州 2005；林華偉 2006）。 另一觀察社會階層的重要面向是族群間的差異。駱明慶（2001）之分析發現， 在族群因素上，台灣早期外省族群男性有較高受教育機會，本省女性則是性別族 群分類中受教育機會最低者，但在 1965 年之後的世代，省籍內的性別差異在教 育成就上已不存在，但族群間雖教育成就差異在縮小，但族群間仍然是存在顯著 差異（另見陳婉琪 2005；范雲、張晉芬 2010）。駱明慶於 2002 分析誰是台大生 之研究，亦獲得與前述相同的發現。 從前述文獻探討可知，與社會階層化相關之個人的先賦歸屬地位因素，包括 家庭背景特別是父、母親的教育程度、性別以及族群等，都存在對於個人教育成 就顯著影響力。但在含大學在內之各級教育階段的教育機會日益擴張過程中，這 些因素的影響力似乎都在逐漸減弱中。
6 本研究除再度檢視前述歸屬地位在當前高等教育擴張的情況下，是否是仍扮 演著過往的關鍵影響力外，並進一步提問就讀研究所此更上一層樓的教育取得， 是否也持續存在社會階級上的差異？針對這項研究提問，可從相關經驗研究衍生 出之不同理論模型觀點，包括：教育轉換模型、不均等最大維持論與不均等有效 維持論等出發，而做出不同的假設。以下分述之： 二、教育轉換模型 社會階層對教育機會取得相關研究指出，家庭背景與家庭結構對於教育成就 有顯著影響，但如將此觀察放到各教育階段時，家庭社經背景或家庭階級的影響 力會因教育階段之不同而有所差異。從Mare（1980，1981）所提出的教育轉換 模型（Model of Education Transtition，以下簡稱MET）的觀點而言，中學之後隨
著教育階段的上升，家庭社經背景1的影響會下降。在教育階段的早期，父親的 社經地位對於子女的學習正向助益，但正向的助益會伴隨學習階段的上升，而消 減其影響力。家庭背景對個人的教育影響力，在大學與研究所上影響力呈現減小 的趨勢，亦即對於高等教育而言，家庭的社經地位背景影響力會變得較小，在高 等教育中各社會階層之個人的教育機會，將會較為均等（Mare 1980，1981）。 此模型認為家庭社經背景因素影響力的減弱應是與上升至更高教育階段者是經 過篩選有關。換言之，當進入更高教育階段後，家庭背景可影響之中介因素如個 人教育期望，或是其他未觀察到之個人因素如能力等，因經進一步選擇後，使具 這些特性者的同質性增加（Mare 1980，1981；另見Cameron & Heckman 1998， 2001）。後來一些家庭背景與上研究所之影響的研究也支持此一理論模型
（Ethington & Smart, 1986; Stolzenberg, 1994; Mullen, Goyette, & Soares, 2001）。 後來學者在 MET 所觀察到家庭背景影響力會隨教育階段而變化的基礎上， 提出了不同的看法，如以下討論之不均等最大維持論（Maximally Maintained
1 在其 1980 之研究中，所定義之家庭背景，乃運用父母教育程度、家庭收入與父親職業，加以
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Inequality, MMI)及不均等有效維持論(Effectively Maintained Inequality，EMI )均 是。
三、不均等最大維持論與不均等有效維持論
1990 年代後，Raftery and Hout (1993)以其研究愛爾蘭教育擴張後的實例， 提出「不均等最大維持論」(Maximally Maintained Inequality,以下簡稱 MMI)。該 理論在理性抉擇論的基礎上提出基本假設為，教育的擴張並不能使個人獲得更高 教育階段的教育機會的平等。弱勢階層的教育機會獲得改善，必須當優勢階級已 經普遍取得某個階段的教育，則弱勢階層在該教育階段的取得機會不平等才會開 始下降，因為優勢階級不會繼續和弱勢階級繼續競爭該階段的教育機會。但優勢 階級會利用更高教育階段擴張帶來的機會，使得家庭背景對轉換至更高教育階段 的影響力會開始變大。此理論在 Shavit 及 Blossfeld（1993）13 個教育制度與結 構不同之國家教育階層化研究中，發現有 10 個國家符合其假設。Hout（2007） 進一步運用此一觀點，進行 25 國之跨國比較分析，家庭背景變項以父、母教育 程度與家中藏書量作為測量指標時，發現教育擴張是削減階層在教育上的差異的 必要但不是充分條件。Shavit，Arum 與 Gamoran 等(2007)的國際比較研究發現： 當合乎上高等教育資格者的比例從 35%增加到 80%，以及就讀高等教育的人口 比例從 20%增加到 40%時，父親階級和父母教育對進入高等教育的錄取機率的 勝算比會產生變化。此錄取機率不平等的情況在五個國家是下降、九個國家保持 穩定、一個國家是增加（義大利）。具體而言，如以高等教育普及率超過 80%就 算該階段的教育達到飽和的條件下，在飽和率達到 80%時，五個國家中有四個國 家的教育不平等是在下降，或 1980 及 1990 這兩個世代年輕人之父母社經地位造 成的高等教育取得機率勝算比的差異是下降的。在普及率低於 80%的國家，大部 分父母社經地位不平等導致的高等教育取得機率成敗比是維持穩定或增加的。可 見，高等教育普及率和教育不平等之間的相關不明顯；但若將高等教育超過 80%
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普及率的國家和低於 80%的普及率國家來比，則高於 80%的國家教育不平等下 降。故 MMI 的假設是得到局部驗證支持的。
Samuel Lucas（2001）爾後接續MMI之理論觀點，進一步延伸提出「不均等 有效維持論」（Effectively Maintained Inequality，以下簡稱EMI）。其觀點延續MMI 觀點並加以擴充，主張一旦某一個階段的教育普及之後，具社經優勢的家長仍然 會為其本身及其子女確保某種程度上的優勢。一方面，當教育具有「量」的差異 時，則社經優勢者將得到數量上的優勢；另一方面，優勢階級會去爭取在教育「質」 上的差異，如果教育具有「質」的差異，則可使社經優勢者將得到品質上的優勢。 此外，社會階層除了在同一階段的教育機會上具有質上的不均等外，不平等的教 育機會也會存在更高階段的教育競爭上。 換言之，當教育機會擴張的同時，優勢階級仍會利用其文化及經濟上之優勢， 取得其所需要之教育機會，某一階段的教育機會均等，必須等到優勢階級佔去其 所需之教育機會直至需求飽和後，弱勢階級才開始有機會去分享剩下來的、品質 較低之教育機會。Torche（2011）利用美國 5 個長期追蹤資料的研究發現，觀察 具有大學學歷者，家庭背景與子女教育成就間的影響很弱或是消失，但觀察擁有 研究所學歷者時，則父母社經地位的影響力再度增強。黃松浪（2007）對我國的 高等教育中的技職體系進行分析，便發現技職體系符合此一觀點，在技職體系多 為中下社會階層家庭子女所就讀，即便當教育機會處於擴張時，底層社會階層所 分享到的是較差之教育品質。Tsai 及 Shavit（2007）分析 2000 年「台灣社會變 遷基本調查」的資料後，也發現台灣高教擴張後，白領階級背景的家庭上專科的 機率減少，而上大學的機率則增加。Gerber 及 Cheung（2008）則指出美國高教 擴張後，女性、黑人、及低社經地位屬弱勢族群的學生進入菁英大學的機會較低， 故後中等教育體制的不平等，已經轉變成水平階層化。以台灣高教的情況而言， 公立大學校院獲得政府經費的挹注，收取較低的學費，且當前政府特別補助的頂 尖研究型大學，幾乎都是國立大學，故進入公立大學往往是學生升學的目標。台
9 灣一些經驗研究顯示，社經地位比較高者，反而有比較高進入公立大學校院或頂 尖國立大學的機會（張鈿富 2005；駱明慶 2002），故能支持 EMI 的觀點。 綜合上述之文獻觀點與經驗研究發現，本研究提出以下研究假設，分別驗證 上述觀點之有效性。 （一）依據 MET 觀點，當受教育的階段越高，因經各教育階段篩選的關係，個 人的家庭背景之影響力將縮減，因此是否進入屬高等教育階段的大學或研究所， 其受家庭社經背景因素影響將減弱。換言之，個人是否進入大學或研究所就讀之 教育機會在各社會階層因素上會是相近的，且研究所階段會較就讀大學更不受家 庭社經地位因素影響。 （二）依據 MMI 與 EMI 理論之觀點，當大專教育是在大量擴張的狀態下，進入 大學以及大學畢業是否進入研究所就讀，將仍會受到家庭社經背景等社會階層化 因素影響。從 MMI 的觀點來看，台灣教育體系因為大學教育的普及化，應可觀 察到尚未普及化之研究所教育會以個人家庭社經背景較佳者，或在社會階層因素 中佔優勢者，有較高機率進入就讀。根據 EMI 的觀點，則即使是普及化的大學 教育，也會有水平階層化的現象存在，亦即家庭社經地位佳者，較易進入公立學 校一般大學；反之，家庭社經地位較差之個人，則易進入私立或技職體系大學。
參、資料與方法
一、資料來源 本研究所使用之資料來源為TEPS-B於2009年電訪訪調查資料，以及「台灣 教育長期追蹤資料庫」（以下簡稱TEPS）於2001年及2003年追蹤調查之高中職五 專學生及其家長的資料。2 TEPS-B 2009年電訪資料即為持續追蹤TEPS於2001年 及2003年時所調查當時就讀於高中職五專的學生樣本。此樣本大都出生於1984 2 TEPS-B 2009 年電訪資料目前正由 TEPS-B 研究團隊進行與個資保護相關的測試中，故仍屬限制 性資料，使用授權碼為 TEPS2A002097。近期內測試完成後，將由中央研究院調查專題研究中心 釋出供學界使用。10 年及1985年左右，至2010年時，如就讀大學的話，大多應於2007年左右大學畢業。 故至2010年時，已經大學畢業二至三年左右，故適合瞭解其繼續就讀研究所之情 況。 TEPS-B 2009 年電訪調查是依據原先TEPS於 2001 年及 2003 年兩次調查時 受訪者留下的聯絡電話進行追蹤訪問的工作。此一樣本的原始樣本數是 19,051 人。經扣除預試及為特殊目的進行的實驗性電訪的樣本後，實際進入正式電訪追 蹤調查的樣本數是 15,922 人。經正式電訪調查後，有 3,639 人因種種原因無法追 蹤到。追蹤到並有接觸到受訪者本人或其家人者中，又有 1,748 人拒絕接受訪問。 因此，最後實際完成訪問者（不論是受訪者自己回答或是家人代答）共為 10,535 人。如果以 2003 年TEPS給予當時為高中職五專三年級生之受訪者的綜合分析能 力測驗成績的IRT分數為比較基準的話，則此一成功追蹤樣本的IRT平均數是 1.437（標準誤為.024），而原來樣本則為 1.277（標準誤為.018）。3因此，TEPS-B 電訪成功追蹤到的樣本在高中職五專三年級時的綜合分析能力是略微偏高的一 群人。此發現雖不意外，但卻顯示成功追蹤樣本和原來樣本比，是略有偏誤的。 因此，使用此樣本來進行分析時需設法修整此一偏誤。 本研究修正此一偏誤的作法是利用原先 TEPS 資料提供之兩波代表綜合分析 能力、第二波就讀學程、第二波就讀學校，性別、族群、父及母教育程度、父及 母職業、家庭每月收入、兩波是否均與親生父母同住等變項來預測每位受訪者被 TEPS-B 電訪成功完訪的機率。然後，此一機率的倒數乘上 TEPS 提供研究者使 用第二波 IRT 分數分析時的權數，以得到新的權數。此一作法能夠給予 TEPS-B 電訪成功完訪樣本中接受完訪機率越低者有越大的權數，反之則越小。經此調整 後，再計算電訪成功完訪樣本於 TEPS 2003 年測得之 IRT 平均數為 1.284（標準 誤為.029），算是相當接近原來樣本的平均數。但此一經新權數調整後的缺點是 進一步樣本的流失。這是因為用來預測完訪機率之變項有遺漏值的關係。經新權 3 此一平均數計算均經過 TEPS 提供之抽樣權數 w2stwt2 調整得到。
11 數調整後得到的電訪成功完訪樣本數是 9,836 人。以下的分析將以此新權數調整 後成功完訪樣本數為分析樣本。 二、變項與分析方法 本研究的應變項有三個。第一個是教育程度。此變項過錄成高中職、專科（含 五專及二專）、大學（含一般及科技大學）、研究所等四個教育程度。另外兩個變 項則是就讀大學部時之大學校院的類型，以及就讀研究所時之大學校院類型。這 些學校的類型分成公私立之一般大學校院及科技大學校院等四種。其餘類型就讀 大學如國外大學或其他類型學校（如神學院）等，則排除於分析外。就讀大學部 之大學校院類型除了作為應變項外，在分析誰上研究所時也作為自變項之一。這 些變項均來自 TEPS-B 2009 年電訪資料。 本研究其他解釋變項則包括： 1、家長教育程度：取 TEPS 第一波調查時父或母中最高教育程度為指標，分成 國中或以下、高中職、專科、大學、研究所及其他等類別。 2、家長職業：取 TEPS 第一波調查時父或母之最高職業技能等級為指標。其分 類為：專業人員（含各級教師、公務員、律師、醫師、工程師等）、其他專業 與技術人員（需學位或證照）、一般事務或業務人員、買賣或服務工作人員、 生產、設備操作及體力工、其他等。 3、家庭每月收入：TEPS 第一波調查時之家庭收入，視為連續變項，最低是每月 NT$10,000，最高為 NT$300,000。此變項之遺漏值過錄為眾數 NT$35,000。 以上三個變項為本研究之研究假設所關注與受訪者家庭社經背景有關的變項。 以下的解釋變項則為受訪者個人及家庭人口特性，以及與高中職五專之學習歷程 及表現有關的變項。其中性別及族群也是研究教育成就的重要社會階層變項，而 是否與親生父母同住，則是與家庭內社會資本有關的指標（Coleman 1988）。至 於第二波綜合分析能力 IRT 分數，則一方面可看成為高中職五專時期的學習成就， 故為調查對象早期人力資本的指標，另一方面，則此分數也反映了調查對象解決
12 問題的認知能力，其中包括了智力的成分在內（楊孟麗、譚康榮、黃敏雄 2003）。 以下為這些變項過錄編碼的說明： 4、性別：男性為 1，女性為 0。 5、族群：主要是以 TEPS 第一波調查時父親之籍貫為主，分成閩南、客家、大 陸各省市、原住民，以及其他等五種類別。 6、與親生父母同住：TEPS 兩波調查均與親生父母同住者為 1，否則為 0。 7、第二波 IRT 分數：此變項可視為受訪者上大學前之認知能力的指標。 8、第二波就讀學程：此為 TEPS 第二波調查時就讀之學程類別，包括普通、綜 合、高職、五專等四類。 9、第二波就讀私立學校：此為 TEPS 第二波調查時就讀之高中職五專學校為私 立時過錄為 1，公立則為 0。此變項是用來分析教育程度及上大學校院之類 型。 本研究所使用之應變項及解釋變項的描述統計，請見表 1。表 1 同時也呈現 了加權調整後分析樣本的各解釋變項與全體原始樣本用 TEPS 提供之權數加權調 整後的平均數。由表 1 可看出，兩個樣本除了家長教育程度屬「其他」，以及第 二波時讀五專學程等兩解釋變項的平均數（比例）有略大於 1%的差異外，其餘 解釋變項之平均數的差異都頗小。這顯示本研究使用前述新建構之權數應可有效 達成其調整 2009 年電訪樣本與原來樣本間的偏誤。表 1 顯示，分析樣本中約有 24％的追蹤調查對象沒有大學程度，61％則有一般或科技大學程度，15％則上了 研究所。在國內上大學者中，則以上私立大學校院者居多，但國內上研究所者， 則以上公立大學院校者略多些。 本研究分析教育程度、上大學校院類型，以及上研究所之大學校院類型，均 用多類別邏輯迴歸模型，所使用的統計軟體為 Stata 12.1。此外，分析時不論是 那個應變項的分析，原則上均以分析樣本全體為基礎，以避免選擇偏誤的問題。
13 肆、研究發現 一、最高教育程度之分析 表 2 呈現的是當應變項是以調查對象有大學程度為比較基準，一一與具有其 他教育程度相較時的多類別邏輯迴歸分析結果。如以調查對象就讀高中職五專時 之家長的教育程度、職業及家庭每月收入為其家庭社經地位指標，且顯著水準是 以 p<.05 來觀察的話，則表 2 顯示即使是在人人可上大學的時代，家長的教育程 度及家庭每月收入是仍有一些直接影響力。以家庭收入方面，其影響的模式相當 清楚。表 2 顯示當家長收入越高者，其子女只有高中職或專科程度的可能性明顯 較小，但對上研究所則無影響力。至於家長教育程度方面的影響力，則無清楚模 式可循。表 2 顯示，如相較於家長為國中小程度者，當家長有專科程度或研究所 程度的子女比較不可能是只有高中職程度，而不上大學。而當家長教育程度屬其 他類別時，其子女則比較可能是有專科而不是大學程度。這些屬其他類別教育程 度的，很有可能是沒有高教學歷者。比較特別的是，當家長有專科程度時，其子 女會比家長只有國中小程度者有較大的機會上研究所。至於家長的職業，則對於 其子女的教育程度則無直接影響力。 在其他調查對象個人及家庭人口變項影響力方面，則男性比較有可能只有高 中職學歷，或是有研究所學歷。至於，族群方面，則只有客家族群背景者有較低 的機會具有研究所程度。此外，如調查對象在高中職五專時期是長期與親生父母 同住的話，則其就讀研究所的機會比較高。 表 2 顯示調查對象高中職五專時期就讀的學制，以及其學習表現或認知能力 的指標對其達到的最高教育程度言，有清楚且一致的影響力。以 TEPS 第二波調 查得到的綜合分析能力 IRT 分數言，IRT 分數高者，一方面比較不可能是只有高 中職或專科程度，另一方面則是有比較大的機會擁有研究所程度。至於學制的影 響力方面，則表 2 顯示，相對於就讀普通學程者，進入綜合學程或高職者，相當 有可能是只有高中職或專科程度，也比較不可能讀研究所。至於讀五專者，自比
14 較不可能只有高中職程度，而是比較可能有專科程度。但進入研究所就讀的可能 性並不比讀普通學程者差。表 2 也顯示，當年讀私立學校者，比較可能只有高中 職或專科程度，而比較不可能有研究所程度。 由於調查對象就讀高中職五專時測得的 IRT 分數，以及其就讀的學制及學校 也受到其家庭社經背景的影響，因此，此處觀察到之認知能力及就讀學制及學校 類型的頗一致影響力，也可部份歸因於調查對象的家庭背景。因此，此處利用 TEPS-B 電訪資料對教育程度的分析，特別是調查對象是否有大學程度這點言， 似乎並不支持 MET 認為經各教育階段篩選後，家庭背景對影響力會消失的假設。 但這主張需要進一步的說明，因為本研究所用的樣本數頗大，如果顯著水準採取 更嚴格的標準（Raftery 1995），如 p<.01 的話，則先前發現之家長教育程度及家 庭收入的影響都無法達到顯著。如此一來，家庭社經地位的影響將只是透過調查 對象高中職五專時期就讀之學制、學校類型，以及其當時之學習成就或認知能力 了。 二、就讀大學校院類型的分析
高教擴張後，一個頗受矚目的議題是水平階層化的議題（Gerber & Cheung
2008），亦即家庭社經地位與就讀大學校院學校品質間關係的議題。本研究將分 析樣本中就讀少數國外大學及其他類型學校（如神學院），以及無教育程度資訊 者等排出於分析外後，以未上大學者為比較的基準。應變項是國內四個類型大學： 公立一般大學校院、公立科技大學/技術學院、私立一般大學校院、私立科技大 學/技術學院。多類別邏輯迴歸分析的結果呈現於表 3。 就本研究關懷之家庭社經地位對上何種類型大學的影響力言，表 3 呈現的結 果並不如三個理論觀點所假設的。在三種家庭社經地位的三個指標中，只有家長 教育程度中的兩個類別有影響力，而這兩個類別並不是屬於比較有優勢的背景。 表 3 顯示，相對於家長為國中小程度者，家長為專科程度者的子女比較可能進到
15 每個類型的大學，且比又以進入公立一般或科技大學的可能性略大過進入私立一 般或科技大學的可能性。此外，如家長教育程度屬其他類的，則其子女進入私立 科技大學或技術學院的可能性比家長是國中或以下程度的要高。這些家長教育程 度類別的正面影響力都達 p<=.05 的顯著水準。換言之，如果用各嚴格的顯著水 準來判斷，如 p<=.01，則這些類別的影響力就與其他類別無顯著差別。 其他三個個人或家庭人口變項也對進入何種類型大學院校有影響力。表 3 顯示，相對於女性言，男性進入各類型大學院校的可能性都比較低。這發現反映 了先前觀察到男性比較可能只有高中職學歷有關。此外，表 3 也顯示，以兩性就 讀大學類型的差距言，男生又以進入一般大學院校的機會比進入科技大學/技術 學院來得低。表 3 也顯示了原住民比其他族群更可能進入公立的一般大學或科技 大學。這應是反映了政府給予原住民族群更多機會進入公立大學校院的政策。因 此，相對於其他漢人族群，原住民 18 至 21 歲者的高教粗在學率雖然比一般生低 許多（教育部、行政院原住民委員會 2011），但只要升大學的話，卻比一般生有 更大的機會進到各類公立大學院校。至於高中職五專時期與親生父母同住者，相 較於不是與父母同住者，則有比較大的機會進入公立或私立的一般大學校院。 如同先前分析調查對象最高教育程度的發現，高中職五專時期的學習歷程與 表現對進入各類大學有一致性的影響力。表 3 顯示，TEPS 測得的 2003 年第二波 綜合能力分析的 IRT 分數對於進入各類型大學都有正面影響力。這自是反映了沒 上大學者的高中職五專時期的平均學習成就，比進一步進入各類大學者來得低。 表 3 也顯示 IRT 分數影響力的係數大小是依照公立一般大學校院、公立科技大學 /技術學院、私立一般大學校院、私立科技大學/技術學院的順序。這說明了 IRT 分數的影響力可清楚反映台灣高教水平階層化的現象。在高中職五專時期就讀學 程方面，表 3 顯示就讀綜合學程及高職者，會比讀普通學程有比較高的機會讀公 立或私立科技大學或技術學院，但在讀公私立一般大學院校的機會就都比較低， 這其中又以讀高職者比讀綜合學程者有更低可能性進入各類型大學校院。就讀五
16 專者則比就讀普通學程者有更多的機會進入各類型大學校院，其中又以進入公私 立科技大學/技術學院的可能性更大。這發現顯示了有五專學歷者以透過進入各 類型大學，特別是科技大學/技術學院的管道，來進行向上教育流動。在就讀之 高中職五專學校類別方面，表 3 顯示就讀私立學校者有比較小的機會進入公立一 般或科技大學。綜合這些高中職五專時期學制及學習成就的影響力，我們可清楚 看到台灣中學教育體制是維持教育不平等的重要機制。換言之，台灣中等教育擴 張後產生之水平階層化是一極為有效的教育分層化機制，其影響力會延續到已經 普及化之大學階段。 三、誰上研究所？ 台灣的大學教育普及化後，研究所階段的教育成為觀察家庭社經背景是否仍 為影響社會流動重要因素。本研究將分析樣本中就讀少數國外大學研究所及其他 類型學校（如神學院），以及無教育程度資訊者等排出於分析外後，以未上研究 所者為比較的基準。此外，雖然依據一些學校規定，專科畢業者有一定工作年資 可以報考研究所，但以專科資格上研究所的機會極小，故分析時將沒上一般或科 技大學大學部者的迴歸係數限制為 0，但仍納入分析中，以避免選擇偏誤的可能。 表 4 顯示就上一般公立大學研究所的機會言，與家庭社經背景有關的家長教育程 度、家長職業及家庭每月收入等並無影響力，但這些家庭社經背景會對上其他類 型大學的研究所有影響力。如以 p<=.05 為顯著水準來判斷的話，相對於家長只 有國中小程度者，家長有專科教育者的子女有較大的機會上公立或私立科技大學 的研究所。家長為高中職程度者的子女，也會有較大的機會進到私立科技大學的 研究所。但如果以 p<＝.01 為顯著水準來判斷的話，則家長教育程度有影響力的 類別只有家長教育程度為其他類別者。此類別會大幅減少其子女上公立或私立科 技大學的研究所。此外，在同樣顯著水準下，另一有影響力的變項是家長為專業 工作者會給其子女有比較大的機會上私立一般大學的研究所。至於家庭每月收入，
17 則對上任何類型大學的研究所的機會言，並無影響力。 表 4 也顯示男性比女性更可能上任何大學類型的研究所，且上科技大學或技 術學院研究所的機會又更大些。在族群的影響力方面，各族群上公立一般大學研 究所的機會並無差異。但相對於閩南人，原住民有比較大的機會上公立科技大學 的研究所，但有比較小的機會上私立一般或是私立科技大學的研究所。 由於公立一般大學，特別是頂尖的研究型大學，研究資源比較豐富，因此上 公立一般大學研究所可看成是觀察教育不平等的重要指標。表 4 顯示，以上公立 一般大學研究所的影響力言，高中職五專時期與個人或學制有關因素的影響力， 並不會因為進一步納入調查對象大學部時期就讀大學類型之變項的納入而消失。 表 4 顯示，高中職五專時期測得的 IRT 分數越高者，越可能進到公立一般大學研 究所就讀。表 4 顯示，第二波 IRT 分數越高者，也會增加其上公立科技及私立一 般大學研究所的機會，但對於上私立科技大學研究所，則只有在 p<=.05 的顯著 水準下才能說是有影響力。與高中職五專時期的學習及學制相關的一些變項，也 仍會影響調查對象上其他類型大學研究所的機會。當年讀綜合學程或高職者，相 對於讀普通學程者，有比較小的機會上公立一般大學的研究所。此外，高中職五 專時期讀私立學校者，上公立一般大學研究所的機會也比較小，但不會影響其上 私立一般或私立科技大學研究所的機會。 至於大學時期就讀大學類型對上研究所的影響力，則顯然各類型大學有複製 大學水平階層化體制的傾向。相對於上公立一般大學，除上公立科技大學者，與 上公立一般大學者，並無顯著差異外，上私立一般或科技大學者，則上公立一般 大學研究所的機會是明顯的要小。表 4 也清楚顯示，上其他三類型大學之研究的 情況，可說是相當程度的複製了大學校院類型水平階層化的現象。也就是不論是 私立一般大學，還是公立或私立科技大學傾向給與上同類大學畢業者更大的機會 上其研究所。 綜合以上發現，可看出台灣研究所階段的不平等仍相當程度延續了至少從高
18 中教育階段就建立之相當穩定的水平階層化體制。家庭社經地位雖然有些直接影 響力，但此影響的模式，比較傾向是原屬弱勢社經地位者，如家長為其他類型教 育程度者之子女在進階高等教育持續的弱勢。但顯然有優勢家庭社經背景者，是 間接的透過其在中等教育體制的表現來維持其優勢。此處的分析也顯示了兩性間 在就讀研究所教育之機會上顯著的差異。這差異自大有可能繼續影響兩性未來在 勞力市場上工作機會及報酬上的差異，也會影響他們在婚姻市場上婚配的機會與 方式。 伍、結論與討論 本研究是利用 TEPS 及 TEPS-B 2009 年第一次後續調查串連的資料，藉 由分析誰上研究所的議題來初探台灣高教擴張後教育不平等現象的狀況。雖本研 究為初探，但已可看出此一教育長期追蹤資料庫，相對於橫斷式調查資料，有其 重要的特色。本研究的發現對於理論的驗證與對話，以及研究方法上都有頗重要 的意涵。 首先，在理論驗證與對話方面，現代社會是否主要以個人的功績表現（merit） 為社會階層化基礎，是研究社會階層及教育社會學學者重視家庭社經背景與教育 成就間關係的主因。MET 的理論即假設因為各教育階段經層層篩選後，家庭背 景的影響力會減弱或消失，但這不是說家庭背景因素沒有作用，而是認為其作用 是在教育階段的早期。這也是 Hout（2007）再度以跨國資料檢視 MMI 理論時指 出，家庭社經背景對教育機會所形成的階級流動障礙，往往是初等中等轉換至中 等教育階段時，會比中等教育轉換至高等教育階段更明顯，而此階級流動障礙會 在中等教育普及後才會減低。EMI 理論則進一步主張，家庭社經背景即使在中等 教育普及， 仍會以獲得較優勢教育品質的方式來維持其階級地位的優勢。本研 究的發現相當程度是支持 EMI 觀點的假設。本研究的重要發現是台灣高中階段 教育雖已普及化，但透過高中職五專入學考試篩選的機制，將此階段教育水平階
19 層化。此水平階層化原則上是高中普通學程優於綜合或高職學程，公立學校一般 言又優於私立學校。這種水平階層化也再度透過大學入學考試的機制延續至高等 教育體制。本研究發現顯示，對於 1984/1985 年這個世代的年輕人而言，這兩教 育階段間水平階層化的延續性是明顯且穩定的，且甚至延伸到研究所的階段。這 種明顯穩定的教育階段水平階層化的現象，一方面說明了台灣目前的教育體制相 當程度是一種延續家庭社經地位的不平等的重要機制，另一方面也提醒我們關心 社會不平等及流動的研究者應該重視兒童及青少年早期家庭與學校社會化，及其 與社會階層化間的因果關係（譚康榮 2009）。 能有前述的研究發現，自然需歸功於本研究所使用之 TEPS 及 TEPS-B 的長 期追蹤資料。只有使用這類長期追蹤資料，才能清楚看出年輕世代的家庭社經背 景、其他社會階層因素如性別與族群等，以及學習歷程及制度等如何在其教育成 就發展歷程上發揮直接間接的影響力。此外，TEPS 設計的綜合能力分析測驗因 並非升學測驗，故其作為學習能力及成就指標的效度是個疑問。但本研究發現根 據此測驗得到的 IRT 分數不論是在本研究的都有顯著且有一定模式的影響力，故 此發現能相當清楚的證實了此測驗的有效性。特別是以此 IRT 分數作為應變項的 研究應可相信其為一可靠的學習成就指標。再者，雖然仍須有進一步的研究，但 本研究所發展出來作為修正追蹤樣本偏誤而建構出新樣本權數的策略，應可作為 未來使用 TEPS-B 追蹤資料之研究的參考。
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25 表 1 分析所使用之變項的描述統計1 分析樣本 原始樣本 變項 平均數 標準誤 N 平均數 標準誤 N 家長教育程度 9,836 17,871 國中或以下 .328 .010 .324 .007 高中職 .386 .010 .378 .007 專科 .145 .006 .140 .004 大學 .082 .005 .085 .003 研究所 .027 .003 .026 .002 其他 .031 .006 .048 .003 家長職業 9,836 17,469 專業 .176 .007 .176 .005 其他專業 .081 .005 .081 .004 一般事務或業務 .059 .004 .058 .003 買賣或服務 .219 .008 .219 .006 生產、設備操作、體力工 .224 .009 .219 .006 其他 .241 .009 .247 .006 每月家庭收入（萬元） 5.951 .084 9,836 5.900 .056 17,871 男性 .484 .010 9,836 .479 .007 17,871 族群 9,836 17,469 閩南 .742 .010 .740 .007 客家 .127 .007 .129 .005 大陸各省市 .095 .006 .096 .004 原住民 .011 .003 .124 .002 其他 .025 .006 .022 .003 與親生父母同住 .772 .010 9,836 .774 .006 17, 871 第二波 IRT 分數 1.284 .029 9,836 1.277 .018 17, 871 第二波就讀學程 9,836 17, 871 普通學程 .356 .008 .359 .006 綜合學程 .109 .006 .108 .004 高職 .427 .011 .437 .007 五專 .108 .003 .096 .002 第二波就讀私立學校 .495 .010 .492 .007 最高教育程度 9,804 高中職 .157 .010 專科 .078 .006 一般大學/科技大學 .614 .010 研究所 .152 .006
26 表 1（續） 分析樣本 原始樣本 變項 平均數 標準誤 N 平均數 標準誤 N 大學部就讀大學校院類型 9,804 --- --- --- 公立一般大學校院 .130 .005 公立科技大學/技術學院 .074 .004 私立一般大學校院 .240 .007 私立科技大學/技術學院 .320 .010 研究所就讀大學校院類型 9,804 --- --- --- 公立一般大學校院 .072 .003 公立科技大學/技術學院 .015 .002 私立一般大學校院 .035 .003 私立科技大學/技術學院 .009 .001 1. 分析樣本之描述統計以本研究建構之權數加權，原始樣本則用 TEPS 提供與第二波 IRT 分析有關 之權數加權。
27 表 2 最高教育程度之多類別邏輯迴歸分析1（N = 9,804） 高中職 vs. 大學 專科 vs. 大學 研究所 vs. 大學 解釋變項 係數 標準誤 係數 標準誤 係數 標準誤 家長教育程度（對照 組：國中或以下） 高中職 -.263 .190 -.014 .185 .048 .155 專科 -.857* .395 -.442 .302 .422* .203 大學 -.067 .610 .177 .452 .242 .231 研究所 -2.423* 1.012 .389 .744 .541 .374 其他 -1.145 .875 1.258* .591 -.357 .460 家長職業（對照組：生 產、設備操作、體力工） 專業 -.257 .413 -.122 .322 .331 .208 其他專業 .655 .368 .246 .308. .157 .175 一般事務或業務 .215 .564 -.417 307 .139 .191 買賣或服務 -.088 .259 .030 .224 . 198 .149 其他 .226 .242 -.070 .228 .091 .150 每月家庭收入（萬元） -.052* .024 -.057* .023 .001 .011 男性 .623*** .183 -.063 .180 .487*** .092 族群（對照組：閩南） 客家 -.082 .262 .004 .253 -.329** .125 大陸各省市 .106 .342 -.296 .332 -.044 .221 原住民 -.618 .845 -.238 .648 .864 1.046 其他 .082 .802 -.401 .790 .041 .471 與親生父母同住 -.212 .206 .125 .192 .277* .127 第二波 IRT 分數 -1.024*** .140 -.368** .123 .589*** .063 第二波就讀學程（對照 組：普通學程） 綜合學程 .769** .298 .961** .304 -.677*** .166 高職 1.625*** .248 1.644*** .281 -.587** .189 五專 -3.671*** .758 1.930*** .238 .002 .137 第二波就讀私立學校 .610** .216 .578* .227 -.335** .123 Constant -1.898*** .408 -3.108*** .438 -2.959*** .214 F(63, 9741) = 17.54*** 1. 分析時以本研究建構之權數加權。 * p≦.05 ** p≦.01 *** p≦.001
28 表 3 就讀大學校院類型之多類別邏輯迴歸分析1（N = 9,255） 公立一般 vs. 沒上大學 公立科技 vs. 沒上大學 私立一般 vs. 沒上大學 私立科技 vs. 沒上大學 解釋變項 係數 標準誤 係數 標準誤 係數 標準誤 係數 標準誤 家長教育程度（對照 組：國中或以下） 高中職 .112 .251 .285 .223 .062 .241 .220 .184 專科 1.013* .435 1.026* .447 .910* .426 .750* .362 大學 .667 .616 .766 .687 .510 .615 -.199 .625 研究所 .865 .900 1.528 1.104 .707 .897 .469 .921 其他 1.038 .946 1.127 .926 1.173 .855 1.728* .834 家長職業（對照組：生 產、設備操作、體力工） 專業 .488 .452 -.129 .429 .201 .469 .126 .388 其他專業 -.253 .425 -.483 .449 -.512 .409 -.670 .372 一般事務或業務 .428 .601 -.551 .578 .247 .612 -.295 .536 買賣或服務 .357 .318 -.120 .290 .182 .302 .088 .249 其他 -.390 .304 -.161 .276 -.501 .289 -.326 .228 每月家庭收入（萬元） .053 .028 .013 .030 .055 .028 .037 .023 男性 -.983*** .210 -.420* .209 -.871*** .204 -.583*** .175 族群（對照組：閩南） 客家 .105 .307 -.075 .295 .008 .287 -.012 .256 大陸各省市 .055 .427 -.549 .435 .442 .432 -.057 .339 原住民 2.411* 1.191 2.095** .764 1.906 1.755 .060 .672 其他 .233 .786 -.245 .775 -.610 .676 -.387 .711 與親生父母同住 .672** .239 .240 .247 .695*** .216 .245 .195 第二波 IRT 分數 2.196*** .149 1.683*** 1.845 1.307*** .138 .786*** .127 第二波就讀學程（對照 組：普通學程） 綜合學程 -1.684*** .343 2.061*** .389 -1.631*** .281 1.240*** .291 高職 -2.473*** .292 1.984*** .337 -3.564*** .295 .567* .248 五專 2.928*** .774 7.769*** .809 2.516*** .756 5.620*** .760 第二波就讀私立學校 -1.210*** .245 -1.715*** .273 -.461 .240 -.246 .204 Constant -2.061*** .445 -3.564*** .506 .631 .394 -.354 .386 F(88, 9167)=25.38*** 2. 分析時以本研究建構之權數加權。 * p≦.05 ** p≦.01 *** p≦.001
29 表 4 就讀研究所之大學校院類型的多類別邏輯迴歸分析1（N = 9,121） 公立一般 vs. 沒上研究所 公立科技 vs. 沒上研究所 私立一般 vs. 沒上研究所 私立科技 vs. 沒上研究所 解釋變項 係數 標準誤 係數 標準 誤 係數 標準誤 係數 標準誤 家長教育程度（對照 組：國中或以下） 高中職 .099 .158 .415 .289 -.248 .317 .776* .370 專科 .334 .205 .873* .367 .277 .434 .978* .432 大學 .177 .263 .331 .425 -.406 .430 1.313 .703 研究所 .744 .563 .715 .567 -.248 .581 1.063 .772 其他 .519 .666 -14.422*** .691 -.059 .630 -16.341*** .874 家長職業（對照組：生 產、設備操作、體力工） 專業 .051 .205 .112 .385 1.016** .386 -.264 .430 其他專業 -.082 .217 -.172 .482 .536 .337 .286 .531 一般事務或業務 .107 .232 -.903 .693 .204 .381 -.145 .510 買賣或服務 .113 .193 -.073 .342 .384 .313 -.521 .545 其他 -.270 .186 -.022 .358 .301 .269 .401 .416 每月家庭收入（萬元） -.005 .013 .000 .021 -.026 .030 -.013 .026 男性 .651*** .115 .763*** .229 .441* .193 .886** .309 族群（對照組：閩南） 客家 -.232 .169 -.087 .329 -.380 .258 -.701 .406 大陸各省市 -.249 .183 -.598 .426 .473 .363 -.547 .455 原住民 -.972 1.173 2.305** .789 -16.005*** .509 -2.350* 1.099 其他 -.883 .872 .687 .768 .538 .722 1.623 .895 與親生父母同住 .159 .158 .227 .253 .540* .238 .363 .388 第二波 IRT 分數 .736*** .078 .684*** .145 .313** .103 .436* .219 第二波就讀學程（對照 組：普通學程） 綜合學程 -.595* .269 -.764 .435 -.607 .335 -1.269 .818 高職 -1.662*** .314 -.525 .375 -.373 .555 -.423 .728 五專 -.230 .287 .445 .373 .035 .343 .607 .751 第二波就讀私立學校 -.490*** .152 -1.101*** .313 -.092 .225 -.376 .366 大學部就讀大學校院 類型（對照組：公立一 般） 公立科技/技術 .252 .287 2.965*** .384 .356 .457 1.619 1.278 私立一般 -.963*** .118 .428 .317 1.925*** .348 .898 .943 私立科技/技術 -2.804*** .498 .787 .438 .436 .467 3.483** 1.198 Constant -3.168*** .297 -6.562*** .501 -5.393*** .529 -8.256*** 1.162 F(100, 9021)= 59.05*** 1. 分析時以本研究建構之權數加權，且將沒上大學者之係數限制為 0。 * p≦.05 ** p≦.01 *** p≦.001
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